戴紅梅，孫維紅

摘要：為揭示氣候變化與人類活動(dòng)雙重驅(qū)動(dòng)下小河流域水沙演化特征，利用Manner-Kendall檢驗(yàn)法、滑動(dòng)T法和累計(jì)距平曲線法，分析了黃河流域涇河水系茹河一級(jí)支流小河黃家河水文站1981～2017年降水量、徑流量、輸沙量變化趨勢與突變年份。通過趨勢及突變檢驗(yàn)將徑流、輸沙序列劃分為天然基準(zhǔn)期和人類活動(dòng)影響期，定量分析了氣候變化和人類活動(dòng)對徑流、輸沙量的影響貢獻(xiàn)率。結(jié)果表明：1981～2017年小河流域?qū)崪y徑流量、天然徑流量與輸沙量均呈顯著下降趨勢，平均減少速率分別為33.25萬m3/a，27.611萬m3/a，14.905萬t/a，降水量呈增加趨勢，平均增加速率為0.620 9 mm/a。小河流域徑流量、輸沙量均在2003年左右發(fā)生了由多到少的突變，實(shí)測徑流量、天然徑流量、輸沙量突變年份前后10 a均值變幅分別為72%，62%，81%。人類活動(dòng)是造成小河流域黃家河水文站天然徑流量、輸沙量減少的主要原因，人類活動(dòng)對天然徑流量變化的貢獻(xiàn)率為88.8%～112.0%，對輸沙量變化影響的貢獻(xiàn)率為96.5%～116.0%。

關(guān)鍵詞：變化趨勢； 氣候變化； 人類活動(dòng)； 徑流； 泥沙； 小河流域； 黃河流域

中圖法分類號(hào)：TV213.9文獻(xiàn)標(biāo)志碼：ADOI：10.15974/j.cnki.slsdkb.2023.09.004

文章編號(hào)：1006-0081（2023）09-0020-09

0引言

河流水沙過程具有多重屬性，對于流域的地貌系統(tǒng)結(jié)構(gòu)、生態(tài)系統(tǒng)功能具有重要作用［1］。研究表明，在氣候變化和人類活動(dòng)耦合作用下，眾多江河水文情勢發(fā)生了顯著變化，流域水循環(huán)及水沙平衡發(fā)生了重大改變，全球許多河流入海徑流、泥沙量都呈不同程度的減少趨勢，由此產(chǎn)生了一系列水資源、水災(zāi)害和水環(huán)境問題［2-5］。目前，時(shí)間序列的多種分析方法被用來量化評(píng)估人類活動(dòng)和氣候變化對河流徑流量、輸沙量變化的影響程度，河流長系列水沙演化特征及其驅(qū)動(dòng)因素研究已成為國內(nèi)外學(xué)者關(guān)注的重要課題［6-8］。

黃河流域生態(tài)保護(hù)和高質(zhì)量發(fā)展已上升為新時(shí)代國家重大戰(zhàn)略［9］，黃河流域水沙演化特征及其影響因素驅(qū)動(dòng)機(jī)制直接影響流域生態(tài)保護(hù)對策、布局及高質(zhì)量發(fā)展的可持續(xù)性支撐［10-11］。黃土高原是世界水土流失問題最嚴(yán)重的地區(qū)之一，是中國生態(tài)環(huán)境最為脆弱的地區(qū)之一，也是黃河泥沙的主要來源［12］。黃土高原地區(qū)水沙演變規(guī)律及其成因分析越來越受到廣泛關(guān)注。馬耘秀等［13］通過研究黃土高原地區(qū)汾河上游水沙的演變規(guī)律，認(rèn)為流域徑流量和輸沙量均呈減少趨勢，輸沙量的減少程度大于徑流量的減少程度，且土地利用變化是流域水沙變化的主導(dǎo)因素。魏曉婷等［14］研究發(fā)現(xiàn)，人類活動(dòng)對春、夏、秋和冬季涇河徑流變異的貢獻(xiàn)率分別為50.40%，89.69%，39.14%和84.59%，在夏季和冬季人類活動(dòng)（主要是水土保持措施的不斷深入）對涇河徑流變異的貢獻(xiàn)占主導(dǎo)地位。李曉樂等［15］研究了黃土高原無定河流域及其支流大理河流域輸沙量變化及減沙貢獻(xiàn)率，認(rèn)為人類活動(dòng)是輸沙量減少的主要原因，極端降雨條件下，水土保持措施能夠有效減少輸沙量。

本文以黃土高原區(qū)涇河水系茹河一級(jí)支流小河流域?yàn)槔?，在趨勢分析與突變檢驗(yàn)的基礎(chǔ)上，采用雙累積曲線法定量分析1981～2017年氣候變化和人類活動(dòng)對小河流域徑流量、輸沙量影響的貢獻(xiàn)率，以期為該地區(qū)中小流域水資源保護(hù)與水生態(tài)文明建設(shè)提供參考。

1研究區(qū)概況

小河為黃河流域涇河水系茹河的一級(jí)支流，發(fā)源于甘肅省環(huán)縣毛井鄉(xiāng)墩墩灣，河長74.6 km，河道平均比降30.7‰，流域總面積為1 127 km2。小河主河道從上游至下游分別有王洼溝、母家溝、干溝河、川口河和槐溝河5條較大支溝匯入，其中黃家河水文站上游有王洼溝和母家溝匯入。流域設(shè)有黨家溝、官廳、王洼、石岔、共和、馬坪等雨量站點(diǎn)，1981年設(shè)站并觀測至今，站網(wǎng)密度77 km2/站。流域多年平均水面蒸發(fā)量（E601型）1 000 mm，干旱指數(shù)為2.2，屬半干旱區(qū)。小河流域見圖1。

黃家河水文站位于固原市原州區(qū)河川鄉(xiāng)黃家河村（東經(jīng)106°28′47.6″，北緯35°59′28.6″），是小河中上游區(qū)域代表站。該站設(shè)立于1981年1月1日，測驗(yàn)斷面以上集水面積為693 km2，至河源30.8 km，流域?yàn)辄S土丘陵溝壑區(qū)，植被差，水土流失嚴(yán)重。

小河流域共建有中型水庫2座（廟臺(tái)水庫和石頭崾峴水庫），小型水庫14座，水保骨干壩59座。其中，黃家河水文站以上中型水庫1座（廟臺(tái)水庫），集水面積87.5 km2，庫容1 575萬m3；小型水庫7座，集水面積45.06 km2，總庫容788.7萬m3；水保骨干壩34座，集水面積141.35 km2，總庫容2 418.32萬m3。

2研究數(shù)據(jù)與方法

2.1研究數(shù)據(jù)

對流域內(nèi)黨家溝、官廳、王洼、石岔、馬坪、黃家河等雨量站1981～2017年資料進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。黃家河水文站1981年設(shè)站至2017年，實(shí)測多年平均徑流量為976.06萬m3，徑流深14.1 mm。由于實(shí)測系列年內(nèi)流域水庫及水保骨干壩工程建設(shè)較多，對流域徑流影響較大，故需對實(shí)測資料進(jìn)行還原，將其還原為天然徑流量。用黃家河水文站流域面積減去上游不同年份建設(shè)的水庫、水土保持骨干壩面積，求得實(shí)際產(chǎn)流面積，然后用逐年徑流量除以實(shí)際產(chǎn)流面積求得徑流深，最后再用徑流深乘以黃家河水文站流域面積求得天然徑流量。經(jīng)還原黃家河站1981～2017年徑流量為1 112.31萬m3，徑流深16.0 mm。

2.2研究方法

本研究采用線性趨勢法［16］、Mann-Kendall秩相關(guān)檢驗(yàn)法［17］（簡稱MK法）進(jìn)行趨勢分析，采用Theil-Sen法進(jìn)行坡度檢驗(yàn)［18］；采用滑動(dòng)T法［19］、累計(jì)距平曲線法［20］進(jìn)行突變檢驗(yàn)；采用雙累積曲線法［21］分析不同時(shí)期氣候變化和人類活動(dòng)對徑流量、輸沙量影響的貢獻(xiàn)率。

2.2.1MK趨勢檢驗(yàn)和Theil-Sen坡度檢驗(yàn)法

Mann-Kendall檢驗(yàn)又稱MK趨勢檢驗(yàn)法［17］，是世界氣象組織（WMO）推薦并已被廣泛使用的一種非參數(shù)檢驗(yàn)方法，該方法的優(yōu)點(diǎn)是不需要待檢序列遵從一定的分布。對于長度為n的時(shí)間序列X={x1，x2，…，xn}，定義統(tǒng)計(jì)量S為

S=∑i＜jaij（1）

其中aij=signxj－xi=1，xi＜xj

0，xi=xj

－1，xi＞xj（2）

假設(shè)各變量獨(dú)立同分布，當(dāng)n≥10，則統(tǒng)計(jì)量S近似服從正態(tài)分布，其均值E（S）=0，其方差為

var（S）=n（n-1）（2n+5）/18（3）MK檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量可用下式計(jì)算：

Z=S－1var（S），S＞0

0，S=0

S+1var（S），S＜0（4）

當(dāng)Z＞0時(shí)，存在上升的趨勢；當(dāng)Z＜0時(shí)，存在下降的趨勢。如果Z＞Z（1-α/2），即認(rèn)為序列增大或減小的趨勢顯著，本研究中顯著性水平α取0.05，對應(yīng)的Z（1-α/2）值為1.96。

Theil-Sen坡度檢驗(yàn)法的基本原理是［18］：設(shè)水文序列為x1，x2，…，xn，n為時(shí)間序列的長度，其中xj和xi分別為j，i年相應(yīng)的水文觀測值，且j＞i，β表示坡度值。

β=medianxj－xij－i（5）

2.2.2突變檢驗(yàn)

滑動(dòng)T檢驗(yàn)［19］考察兩個(gè)樣本平均值的差異是否顯著來檢驗(yàn)突變點(diǎn)。從總體中分別抽取樣本容量n1和n2，定義統(tǒng)計(jì)量：

T=x1－x2S1n1+1n2（6）

式（6）服從自由度（n1+n2-2）的t分布，比較T與臨界值可判定統(tǒng)計(jì)顯著性。該方法的缺點(diǎn)是子序列時(shí)段的選擇具有人為性。為避免任意選擇子序列長度造成突變點(diǎn)的漂移，具體使用這一方法時(shí)，可以反復(fù)變動(dòng)子序列長度進(jìn)行比較，提高計(jì)算結(jié)果的可靠性。

累積距平法［20］是由曲線直觀判斷離散數(shù)據(jù)點(diǎn)變化趨勢的一種非線性統(tǒng)計(jì)方法。其計(jì)算過程為先計(jì)算每年觀測數(shù)據(jù)的距平值，然后按時(shí)序逐年累加，得到累積距平值隨時(shí)間的變化過程。對于序列x，其某一時(shí)刻t的累積距平值Xt為

Xt=∑ti=1xi－x（t=1，2，…，n）（7）

式中：xi為i時(shí)刻序列值，x為序列均值。若累積距平曲線呈上升趨勢，表示距平值增加；反之，距平值減小；趨勢的轉(zhuǎn)折點(diǎn)即為突變點(diǎn)。

2.2.3雙累積曲線法

雙累積曲線是一種廣泛應(yīng)用于估算降水和人類活動(dòng)對徑流、輸沙影響的方法［21-22］，具有簡單、直觀等優(yōu)點(diǎn)。通過突變檢驗(yàn)識(shí)別水文序列的突變點(diǎn)，通常將發(fā)生突變前的時(shí)段作為“天然基準(zhǔn)期”，建立累積降水量與累積徑流或輸沙量的線性回歸方程，將突變后“人類活動(dòng)影響期”的降水量代入回歸方程中估算未受到人為活動(dòng)影響的徑流量或輸沙量，從而計(jì)算降水及人類活動(dòng)對水沙變化的貢獻(xiàn)率。

3水沙系列基本數(shù)據(jù)特征

黃家河水文站1981年設(shè)站至2017年，實(shí)測多年平均徑流量為976.06萬m3，徑流深14.1 mm，最大徑流量3 031.0萬m3（1996年），最小徑流量213.1萬m3（2011年），極值比14.2；年平均流量0.320 m3/s，年最大洪峰流量1 180 m3/s（1997年7月30日），年最小洪峰流量0.002 m3/s（1999年8月24日）。

1981～2017年小河流域黃家河水文站年降水量、年徑流量、年輸沙量數(shù)據(jù)特征見表1。由表1可見，降水量離勢系數(shù)較小，數(shù)據(jù)系列年際變化較小；輸沙量離勢系數(shù)最大，說明輸沙量年際變化較大。偏態(tài)系數(shù)Cs＞0，表明均值在眾數(shù)之右，降水量、徑流量、輸沙量序列都是右偏分布；Cs值越大，均值對應(yīng)的頻率越小，頻率曲線的中部越向左偏，且上段越陡，下段越緩。輸沙量峰度系數(shù)CE較大，表明兩側(cè)極端數(shù)據(jù)分布范圍較廣；降水量峰度系數(shù)小于零，表示該數(shù)據(jù)系列分布與正態(tài)分布相比較為平坦，為平頂峰，其他3個(gè)序列峰度系數(shù)大于0，表示數(shù)據(jù)系列分布與正態(tài)分布相比較為陡峭，為尖頂峰。

4變化趨勢分析

1981～2017年小河黃家河水文站降水量、徑流量、輸沙量年際變化趨勢見圖2，線性趨勢分析結(jié)果見表2?？傮w上，1981～2017年小河實(shí)測徑流量、天然徑流量、輸沙量均呈下降趨勢，平均減少速率分別為33.25萬m3/a、27.611萬m3/a、14.905萬t/a，降水量呈增加趨勢，平均增加速率為0.620 9 mm/a；對線性趨勢方程進(jìn)行顯著性檢驗(yàn)，結(jié)果表明徑流量與輸沙量均達(dá)到顯著性水平（p＜0.05），降水量未通過顯著性檢驗(yàn)。

小河流域黃家河水文站在1981～2017年的多年平均天然徑流量為1 112.31萬m3。由圖2（a）可知，年天然徑流量最大值出現(xiàn)在1996年，為3 239萬m3，最小值出現(xiàn)在2005年，為312.8萬m3，分別為多年平均值的2.91倍和28.1%。多年平均實(shí)測徑流量為976.06萬m3，最大值出現(xiàn)在1996年，為3 031萬m3，為多年平均值的3.11倍；最小值出現(xiàn)在2011年，為213.1萬m3，為多年平均值的21.8%。由圖2（b）可見，小河流域黃家河水文站在1981～2017年的多年平均輸沙量為373.74萬t，年輸沙量最大值出現(xiàn)在1996年，為1 630萬t，為多年平均值的4.36倍；最小值出現(xiàn)在2017年，為9.5萬t，為多年平均值的2.5%。

為降低極端值的影響，采用Theil-Sen法計(jì)算降水量、實(shí)測徑流量、天然徑流量、輸沙量變化趨勢坡度β分別為0.106 6 mm/a，-29.855萬m3/a，-26.25萬m3/a，-12.62萬t/a，變化率的絕對值均小于表2中的線性趨勢方程的斜率絕對值。Theil-Sen法第一步先計(jì)算任意兩點(diǎn)之間的斜率，然后再取中位數(shù)來代表平均變化速率，這樣就消除了時(shí)間序列中極大值與極小值的影響，得到的變化趨勢比線性趨勢法更平穩(wěn)。

5突變分析

5.1累積距平法突變分析

采用累積距平法繪制1981～2017年小河黃家河水文站逐年徑流量、輸沙量累計(jì)距平曲線，如圖3所示。由圖3可見，徑流量、輸沙量累計(jì)距平大致表現(xiàn)為4個(gè)變化階段：1981～1993年徑流量累計(jì)距平值在震蕩中呈緩慢上升趨勢；1994～1997年出現(xiàn)明顯的上升趨勢；1998～2003年小幅波動(dòng)；2004～2017年呈線性減少趨勢。綜合分析累計(jì)距平曲線可見，小河黃家河水文站實(shí)測徑流量、天然徑流量、輸沙量的突變點(diǎn)為2003年，徑流量、輸沙量均發(fā)生了由多到少的突變。

5.2滑動(dòng)T法突變分析

采用滑動(dòng)T法對1981～2017年小河黃家河水文站徑流量、輸沙量進(jìn)行突變分析，如圖4所示。進(jìn)行滑動(dòng)檢驗(yàn)時(shí)，分別取步長n=2，…，20。結(jié)果顯示，n大于8時(shí)，實(shí)測徑流量、天然徑流量、輸沙量滑動(dòng)T統(tǒng)計(jì)量均通過p=0.01顯著性檢驗(yàn)，有一個(gè)突變點(diǎn)，突變年份為2003年。

5.3突變年份與變幅

綜上可見，累積距平法與滑動(dòng)T法的結(jié)論基本一致，小河黃家河水文站實(shí)測徑流量、天然徑流量、輸沙量突變年份均為2003年左右，發(fā)生了由多到少的突變；徑流量、輸沙量37 a均值、突變年份前/后10 a均值、突變年份前后10 a均值的變幅計(jì)算結(jié)果見表3。

由表3可見，天然徑流量變幅最小，突變年份前后10 a均值減少了1 073萬m3，變幅約為突變年份前10 a均值的62%；輸沙量變幅最大，突變年份前后10 a均值減少了578萬t，變幅約為突變年份前10 a均值的81%。

6氣候變化與人類活動(dòng)對小河流域水沙演化的貢獻(xiàn)率6.1徑流量

由突變檢驗(yàn)分析（圖3～4）可見，小河黃家河水文站徑流量有1個(gè)突變點(diǎn)（2003年）。因此，假定1981～2003年時(shí)間段是受人類活動(dòng)影響相對較小的“天然基準(zhǔn)期”，構(gòu)建該時(shí)期的降水量－天然徑流量雙累積曲線關(guān)系，來定量分析氣候變化與人類活動(dòng)對徑流量變化的影響。圖5（a）為小河黃家河水文站1981～2003年降水量和天然徑流量雙累積相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)達(dá)0.990 5，相關(guān)程度較高。將2004～2017年累積降水量數(shù)據(jù)代入雙累積曲線關(guān)系式，計(jì)算“人類活動(dòng)影響期”在假設(shè)人類活動(dòng)條件與1981～2003年相近條件下的累積徑流量，記為R擬合，R擬合與天然累積徑流量R天然對比如圖5（b）所示。

人類活動(dòng)對地表徑流量變化的影響可劃分為兩類：① 人類水資源開發(fā)利用活動(dòng)的直接影響；② 下墊面漸變累積而形成的間接影響。1981～2003年作為基準(zhǔn)期，將2004～2010年、2011～2017年不同時(shí)期的模擬徑流量與基準(zhǔn)期的天然徑流量相比較，將不同時(shí)期的模擬徑流量與同期的天然徑流量相比較，可得到降水和下墊面狀況變化對徑流量變化的影響（表4）。

由表4可見，人類活動(dòng)對黃家河水文站徑流量的直接影響呈現(xiàn)較小-變大-減小的趨勢，2004年以來下墊面對徑流量的影響大于人類活動(dòng)的直接影響（耗水量）。人類活動(dòng)的直接影響與人類活動(dòng)的間接影響同時(shí)造成了河黃家河水文站徑流量減小。由表4還可以看到，與氣候變化相比，人類活動(dòng)是造成小河流域小河黃家河水文站徑流量變化的主要因素，影響貢獻(xiàn)率在88.8%～112.0%之間。

6.2輸沙量

由突變檢驗(yàn)分析（圖3～4）可見，小河黃家河水文站輸沙量在2003年有1個(gè)突變點(diǎn)。假定1981～2003年間是受人類活動(dòng)影響相對較小的基準(zhǔn)期，通過比較擬合值與實(shí)測值（圖6，表5），2004～2010年氣候變化、人類活動(dòng)對輸沙量影響的貢獻(xiàn)率分別為3.5%，96.5%，2011～2017年分別為-16.0%，116.0%。由表5可見，與氣候變化相比，人類活動(dòng)是造成小河流域黃家河水文站輸沙量減少的主要因素。比較表4與表5還可以看出，與徑流量相比，人類活動(dòng)對輸沙量的影響更大。

7討論

7.1氣候變化

馬煜［23］利用1957～2016年固原市原州區(qū)的降雨資料，通過對小降雨特征進(jìn)行分析，結(jié)果表明：該地區(qū)的降雨年際變化整體呈現(xiàn)出增加的趨勢，0～4 mm、4～8 mm和12～16 mm的降雨量呈現(xiàn)出增加的趨勢，8～12 mm的降雨量呈現(xiàn)出減少的趨勢，但變化趨勢均未達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)顯著性水平。王充等［24］通過分析1952～2018年固原市西吉縣降水?dāng)?shù)據(jù)，認(rèn)為西吉縣的降水量基本保持穩(wěn)定，全年、春季、秋季、夏季、汛期降水量變化趨勢均未通過顯著性檢驗(yàn)。以上文獻(xiàn)均支持本研究的結(jié)論。

流域內(nèi)降水是產(chǎn)生徑流根本原因，是產(chǎn)生泥沙侵蝕的動(dòng)力來源。氣候變化會(huì)引起流域水文過程的變化，導(dǎo)致水沙資源在時(shí)間和空間的重新分配［25-27］。隨著社會(huì)經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和城市化建設(shè)的不斷推進(jìn)，人類活動(dòng)對流域水文過程產(chǎn)生的影響日益加劇，造成水文循環(huán)過程在時(shí)空分布格局及數(shù)量上發(fā)生不可忽視的改變［28-30］。因此，在生態(tài)脆弱、人類活動(dòng)強(qiáng)度較大的區(qū)域，氣候變化對流域水沙過程的影響與人類對水文條件的影響相比，表現(xiàn)的更不明顯。

7.2人類活動(dòng)

林草植被不僅可以含蓄降水，平穩(wěn)徑流，還能夠有效保持土壤，減輕水土流失，森林植被通過林灌層、枯枝落葉層的截流作用和樹木根系的固土作用，大大削減降雨動(dòng)能，減少地表徑流，從而減輕或避免了土壤侵蝕［31-33］。實(shí)踐證明，實(shí)施退耕還林還草、修建水土保持骨干壩等水土保持工程，在有效削減洪峰徑流的同時(shí)，還可以大量減少土壤流失［34-36］。

2001～2004年小河流域?qū)嵤┝怂帘３稚鷳B(tài)工程一期，2005～2009年實(shí)施第二期，兩期工程共平整梯田7 897.44 hm2、種樹種草13 202.36 hm2、修建水保骨干壩34座［37］，梯田與植被的攔水、攔沙能力增強(qiáng)，區(qū)間產(chǎn)生的徑流、泥沙被水土保持骨干壩攔蓄，上游水保治理工程逐漸發(fā)揮效益，造成2004年以來徑流量、水土流失量銳減。

2000年，固原市原州區(qū)啟動(dòng)了退耕還林還草工程。截至2003年，全區(qū)共退耕還林還草面積41 666.67 hm2，其中生態(tài)林31 531.59 hm2，經(jīng)濟(jì)林859.02 hm2，還草9 276.0 hm2。造林樹種有華北落葉松、油松、刺槐等喬木林，檸條、沙棘、山桃、山杏等水土保持灌木林，種草則以紫花苜蓿為主［38］。以上措施均支持本研究關(guān)于2003年左右小河流域徑流量、輸沙量發(fā)生了由多到少突變的結(jié)論。

據(jù)李蕾等［38］測算，原州區(qū)坡耕地退還林草植被后，每年可保持土壤155.45萬t。不同林草植被具有不同的土壤保持功能。其中，土壤保持總量最大的為灌木林，主要是因?yàn)樵輩^(qū)為半干旱草原地帶，灌木林為當(dāng)?shù)刈钸m宜的造林植被，其面積在退耕還林規(guī)劃中占相當(dāng)大的比例，在土壤保持中發(fā)揮了最大的作用。

8結(jié)論

（1） 1981～2017年小河流域黃家河水文站實(shí)測徑流量、天然徑流量、輸沙量均呈顯著下降趨勢，平均減少速率分別為33.25萬m3/a、27.611萬m3/a、14.905萬t/a，降水量呈增加趨勢，平均增加速率為0.620 9 mm/a；變化趨勢坡度β分別為-29.855萬m3/a、-26.25萬m3/a、-12.62萬t/a、0.106 6 mm/a。

（2） 1981～2017年小河流域黃家河水文站實(shí)測徑流量、天然徑流量、輸沙量都有1個(gè)突變點(diǎn)，突變年份均為2003年左右，發(fā)生了由多到少的突變，突變年份前后10 a均值分別減少了1 128萬m3、1 073萬m3、578萬t，變幅分別為72%，62%，81%。

（3） 人類活動(dòng)是造成小河流域黃家河水文站天然徑流量、輸沙量減少的主要原因，人類活動(dòng)對天然徑流量變化的貢獻(xiàn)率為88.8%～112.0%；人類活動(dòng)對輸沙量變化影響的貢獻(xiàn)率為96.5%～116.0%。

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（編輯：江文）

Runoff and sediment evolution characteristics driven by climate change?and human activities in Xiaohe Basin

DAI Hongmei1，SUN Weihong2

（1.Guyuan Water Resources Survey and Design Institute Co.，Ltd.，Guyuan 756000，China；2.Qidi Puhua Water Network （Beijing） Technology Co.，Ltd.，Beijing 100083，China）

Abstract： To reveal the characteristics of runoff and sediment evolution driven by climate change and human activities，the Manner-Kendall test，Moving T-test and cumulative anomaly curve method were used to analyze the change trend and mutation of precipitation，runoff and sediment discharge of the Huangjiahe Hydrologic Station in Xiaohe Basin during 1981～2017.The runoff and sediment transport sequence were divided into natural base period and anthropogenic impact period through trend and mutation tests.The impacts of climate change and human activities on runoff and sediment transport were quantitatively analyzed.The results showed that：during 1981～2017，the measured runoff，natural runoff and sediment discharge showed a significant downward trend，with an average reduction rate of 33.25×104 m3/a，27.611×104 m3/a，and 14.905×104 t/a，respectively.Meanwhile，the precipitation showed an increasing trend with 0.6209 mm/a.The runoff and sediment discharge mutated vary from many to few in 2003.The 10 year mean changes of measured runoff，natural runoff and sediment discharge before and after the mutation were 72%，62% and 81%，respectively.Human activities were the main reason for the reduction of natural runoff and sediment transport.The contribution rate of human activities to the change of natural runoff was 88.8%～112.0% and the contribution rate of human activities to the change of sediment discharge was 96.5% ～116.0%.

Key words： change trend； climate change； human activities； runoff； sediment； Xiaohe Basin； Yellow River Basin